没钱啊,怎么储蓄啊,就这么简单
【摘要】现阶段我国居民储蓄的主体城镇居民储蓄持续、飞速增长。储蓄的高增长是一把“双刃剑”。一方面,为经济、金融的发展提供了强大的资金保障;另一方面不仅给整个经济的持续发展带来了隐患,而且在开放条件下也影响了资本市场的发展、以及加重了银行经营成本和负担。本文在分析完城镇居民的消费行为后将结论应用于居民储蓄行为的研究:前瞻型消费者的储蓄行为是我国储蓄快速增长的原因。在获得中国城镇居民储蓄行为结论后对储蓄的变动进行了预测并提出政策建议。 【关键词】消费;储蓄;馈赠性储蓄 1 我国最终储蓄率的发展 第一阶段:上世纪80年代初到90年代中期,我国的最终储蓄率稳步增长,在15年的时间内上涨了10个百分点。 第二阶段:在上世纪90年代中后期,我国的最终储蓄率呈现下降的趋势,5年的时间内下降了3.6%。 第三阶段:进入21世纪后,我国的最终储蓄率又进一步抬头。 2 前瞻型居民的储蓄行为 中国国内的居民可以分为两类:前瞻型居民和短视型居民。本文主要讨论前瞻型居民的储蓄行为。居民前瞻性储蓄大致可以分为三类:预防性储蓄、馈赠性储蓄和生命周期储蓄。各种类型的储蓄动机是不同的。因此与当期收入的关系也不相同。 2.1 前瞻性储蓄中的预防性储蓄:预防性储蓄是用来预防未来的不确定性。导致预防性储蓄产生的因素分为两类,第一类:不确定性因素。在不确定因素下(比如,收入的不确定性)居民会直接增加储蓄,从而防止消费的剧烈波动所造成的效用下降。这种影响是直接的,居民受这种不确定性的影响直接调整储蓄。而在我国收入的不确定性不影响前瞻型居民的消费即不会引起预防性储蓄的产生。 第二类:保障性因素。在低保型因素下(比如,不健全的社会保障体系或者低收入的保障)前瞻型居民的消费会变得非常有耐心,会尽量的节省,从而减少当期的消费增加预防性储蓄。这种影响是间接的,保障因素通过影响居民的耐心,进而影响居民的储蓄。第二类因素其实质是一种与不确定性因素相对的变量。这类因素可以提高抗风险的能力。具体来讲:当期收入的总量(规模),各种社会保障制度(如:养老保险制度,失业保险制度,医疗保险制度等)。制度因素暂不讨论,当期收入规模对预防性储蓄的影响表现为两个方面:一方面,当期收入的规模越大,其抗风险的能力就越强,进行预防性储蓄的动机就越弱,边际储蓄倾向就越小。因为收入波动对消费的影响小,会被收入的规模所抵消,不会存在消费的波动,从而就不需要大量的预防性储蓄来防止消费的波动。另一方面,当期收入的规模越小,其抗风险的能力就越弱,进行预防性储蓄的动机就越强,边际储蓄倾向就越大。因为收入波动对消费的影响大,而收入的的规模不能抵消这种影响,为了防止消费的波动,实现效用最大化,居民变得非常有耐心,从而减少当期消费,增加预防性储蓄来防止消费的波动。因此当期收入规模与预防性储蓄成反比。 2.2 前瞻性储蓄中的馈赠性储蓄:馈赠性储蓄是赠送给他人(特别是子孙后代)的储蓄。决定馈赠性储蓄的因素包括主观因素和客观因素。主观因素主要是居民的心理因素,包括个人对馈赠性储蓄的偏好,这暂不讨论。决定储蓄的客观因素有两个,收入的规模和收入分布。 收入规模和收入分布对馈赠性储蓄的影响:收入规模和馈赠性储蓄成正比,收入规模的增长会导致消费的增长,进而导致消费的边际效用的减少,因此收入规模的递增会导致消费边际效用的递减;馈赠性储蓄也会增加总的效用,并且随着收入规模的增加,馈赠性储蓄的边际效用会增加。当消费的边际效用低于馈赠性储蓄的边际效用时就会产生馈赠性储蓄。因此收入规模的增加会降低消费的边际效用,提高馈赠性储蓄的边际效用,从而产生馈赠性储蓄。收入分布对馈赠性储蓄的关系。在收入规模不变的情况下,收入的变动会影响馈赠性储蓄的变动。衡量收入分布的主要标准为基尼系数。收入的基尼系数越大,说明小部分的人占有了大量的当期收入,表现了社会的不公平程度。收入的分布越不平均,基尼系数就越大,小部分居名的收入规模比较庞大,因此会产生大量的馈赠性储蓄。因此基尼系数与馈赠性储蓄成正比。 2.3 前瞻性储蓄中的生命周期储蓄:莫迪格利安尼、布伦博格假设消费者面对现在和今后一生总消费的效用函数。试图将自己一生的全部收入在消费和储蓄之间分配,从而达到效用最大化。消费者在决策过程中不仅会考虑当期收入,而且会考虑今后一生的收入。但是行为人却是一个短视的行为人。因为现实生活中收入是变动的,在适用性预期的框架下,前期的收入是预测未来收入的主要指标。因此消费会受到持久性收入的影响。而持久性收入又是当期收入和前期收入所决定。消费最终还是受当期收入的影响。但是无论消费是否受当期收入的影响,储蓄总是与当期收入相关。只有当消费受当期收入影响时,收入的变动会部分的转为储蓄,储蓄的增长就比较缓慢;当小费不受当期收入的影响时,收入的变动完全转化为储蓄,储蓄的增长就比较快。3 对我国近段最终储蓄率发展的解释 第一阶段:前瞻型居民在解决了温饱问题以后,收入规模的逐渐增强导致了预防性储蓄倾向增强、预防性储蓄快速增长。而且其增长速度远远超过了消费的增长速度,因此最终储蓄率在这一段时间内稳步增长 第二阶段:前瞻型居民的收入和预防性储蓄总量都达到了一定的规模,与此同时,馈赠性储蓄的边际储蓄倾向还不是很强,因此城镇中前瞻型居民的总储蓄倾向减弱。导致了最终储蓄率的下降。 第三阶段:由于馈赠性储蓄的边际储蓄倾向变大所导致的,馈赠性储蓄倾向的变大是由于城镇中前瞻型居民的收入规模进一步扩大、城镇居民收入的基尼系数进一步加大而导致的。 4 改进城镇居民储蓄行为的政策建议 国内生产总值的增长是城镇居民收入增长的主要保障。我国作为最具有发展前景的国家,其国内生产总值在今后的一段时间内将保持稳定、持续增长的趋势,因此城镇居民的收入水平也会相应的的持续稳定增长。另外,从现阶段来看。城镇居民的收入增长率平均在11%左右,上下浮动没有超过2%,特别在最后两年基本保持在11%的水平上,因此从现阶段的收入数据和我国的基本经济形势两个方面来看,城镇居民的收入水平会持续稳定增长,从而储蓄也会快速增长。中国储蓄的稳定增长对中国经济的长期发展具有非常重要的意义。居民储蓄的稳定增长是中国经济保持高增长的资本来源。另一方面,中国储蓄的高速增长也给中国经济的短期增长带来了一定的不安因素。消费作为国内生产总值的重要部分,是经济稳定发展的重要支柱。然而消费偏低不仅会导致内需不足,而且会突显投资在经济中地位,进而增加经济的大幅波动。 4.1 运用税收政策。一方面通过个人所得税、遗产和馈赠税能够直接缩小贫富差距;另一方面,政府也能为此而筹集足够的资金,有利于其他收入再分配政策的实施。 4.2 运用财政支出政策。在短期,政府直接通过转移支付手段防止贫富差距的扩大。在长期内,政府通过教育支出,从而调节由于教育差距、知识差距而导致的贫富差距。 4.3 缩小行业的收入差距。调节垄断行业和非垄断行业的收入差距,是防止贫富差距的重要措施之一。 参考文献 [1] 刘方域,张少龙主编.支撑经济增长—中国消费、储蓄、投资研究,华文出版社,2001.1 [2] 臧旭恒.居民资产和消费选择行为分析.上海三联书店.上海人民出版社,2001.4 [3] 王立平.转型时期中国消费者行为研究综述.经济学动态,
给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 QQ：309735313)关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析 （我的姓名等信息就省略了啊 呵呵） 内容摘要：本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。 关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素 一、问题的提出 1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入90年代以后．我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。 二、文献综述 我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响： 1.收入因数 收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。 2.利息率 传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。 3.物价水平 物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。 4.收入分配 凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。 三、变量的选取及分析 目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。 由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。 四、数据及处理 本文模型数据样本为从1979-2002年。 年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数 1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16 1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2 1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28 1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.295 1999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.3 2000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33 2002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319 数据来源：各年份的《中国统计年鉴》 注：Y代表城镇居民储蓄率 X1代表城镇居民收入增长率 X2代表一年期储蓄利率 X3代表通货膨胀率 X4代表城镇居民基尼系数 五、模型及处理 基于以上数据，建立的模型是： Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。 β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。 β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。 β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。 β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。 u是随机误差项。 对Y做回归 利用eviews最小二乘估计结果如下 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000 X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875 X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000 X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065 X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000 R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065 Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109 S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748 Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901 Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525 Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000 根据以上结果，初步得出的模型为 Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. 1.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。 2.统计检验 从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 3.多重共线性的检验 从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，重新做回归分析得到： Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000 X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119 X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000 X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000 R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881658 S.D. dependent var 0.115517 S.E. of regression 0.039739 Akaike info criterion -3.461967 Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion -3.265624 Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739 Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000 从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此模型可设为Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 4.异方差性检验 对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果： White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.669433 Probability 0.054505 Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942 Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。 5.自相关性的检验 从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d 【摘 要】总体经济分析在加权股价指数评价上的重要性已逐渐提升，也一直是学术界与实务界所关心和探讨的问题，本研究选取1991年1月到2002年12月台湾景气面(景气领先指标年增率、工业生产指数年增率、外销订单年增率及营收年增率)与资金面(M1b年增率、M2年增率与货供动能年增率)的总体经济指标月资料，利用单根检定、VAR检定及多元回归模型计量方法，分析其与股价的关联性，所得结论如下：一、 总体经济指标并无领先加权股价指数的特性，然而加权股价指数具有领先工业生产年增率、营收年增率与货供动能指标的特性，领先期数分别为1个月、4个月及3个月。二、 透过多元回归分析发现，加权股价指数与一期后的工业生产指数年增率及四期后的营收年增率具有正向的显著关系，可见股价具有领先景气面的特性；而加权股价指数也显著地领先三期后的货供指标，亦即股市上扬也充分反映资金动能的充沛。三、 加入误差修正后的台股预测模型在检视2003年1月到2004年2月的股价表现，以近两期的股价表现最佳，皆在两个标准差之内；而利用该模型所得的预期股价走势与实际股价走势方向一致，因此可作为中长期股价趋势的参考。一、前 言单一企业的股价受到个别企业的财务状况或是经营者态度，具有很大的差异，因此在选股上难度不小。至於加权指数是所有企业股价的加总，透过投资大盘可以降低投资组合中的非系统性风险，将总风险降至较低的程度，因此近年来，以大盘为标的商品逐渐被大家所重视，期货及选择权的日益蓬勃，可见一斑，而2003年宝来投信更推出以台湾上市公司市值前50名的企业为主的台湾50ETF(上市代码：0050)，其与大盘相关性甚高的特性，也是市场投资人藉以投资大盘的工具之一。因此，建构大盘的评价模式已是投资人投注心力之所在。研判大盘走势的方法大致可分为基本分析与技术分析，前者目的在於研究股票的真实价值，依据经济现象、政经措施与企业消息，配合公司营运状况，作为股价升降趋势与买进卖出的判断依据。而后者则是利用过去股票市场行为，包含股价、成交量或是波动性等资讯，来作为研判后势的工具。然而，技术指标往往随著时点及使用者习惯而有所偏好，不若基本面在於既有的公开资讯，在使用上较具客观性，且随著外资与国内法人参与股市的比重渐增，基本面研判的比重更见广泛。影响股价的基本面因素大致可分为总体经济因素、市场因素及公司本身因素，其中总体经济分析对於股价走势研判具有相当大的价值，概因股价指数素有经济橱窗之称，具有预期未来经济活动的盛衰，但经济活动也同是支撑股价波动的必要条件，因此本研究著重在透过观察总体经济变化与股价的关系，并建构一套完整的观察模型，随时调整基本面的起伏因素，以发掘股市的多空转折。总体经济因素主要涵盖景气面与资金面。就景气面来看，景气扩张时期，企业营运收入增加将有助股价表现，而景气衰退时，企业营运收入也将随之萎缩，因此景气的变动与股价间存在著关连性，国内外文献也肯定景气面因素对於股价的影响 ，惟对於选取变数有不同的看法，且对於领先落后关系的结果有不同的演绎，故本研究认为有重新检视之必要。此外，宽松的货币政策，提高市场货币供给也降低利率水准，增加投资人购买股票意愿与能力，有助於股价的推升；反之，紧缩的货币政策，将降低市场货币供给并促使利率水准上扬，借贷资金成本上升，间接降低投资人对股票投资的意愿与能力，股价扬升力道减弱。由此看来，资金面似乎能引导股价扬升，表2的部分研究确实支持该论点。然而本研究以为股价反应景气而上涨，在扬升的过程中，投资人才会将资金投入股市，货币供给随之增加，因此，股价与资金并不一定是谁先谁后，有必要对此重新检视，且过去文献并未将M2水位增减纳入考量，本研究也将此考量纳入模型中。因此，本研究企图由基本面出发，透过总体经济指标的选择，建构大盘观测模型，作为投资人进行投资决策的参考。 （二）向量自我回归检定当利用向量自我回归(VAR)模型，本研究并未发现所选取的五项变数能够领先加权股价指数，不过股价具有领先部分总经变数的特性，这样的结果是可以预期的，因为股价反应投资人对未来的预期，因此，股价领先景气或是资金是可以预期的，只是领先期数的多寡。表5可知，景气领先指标年增率与外销订单年增率对於加权股价并无领先落后关系。当月工业生产指数年增率产受到前一期股价及前二、三期的工业生产指数指数年增率的影响，也就是说，股价具有领先工业生产指数年增率一个月的特性，这与王玛如与苏永成(1998)的研究得到相同结论。 注2:***表示在1%的显著水准，**表示在5%的显著水准，*表示在10%显著水准而营收年增率受到前四期股价及本身前一、二、三期影响，亦即股价具有领先四期后营收年增率特性；而货供动能指标受到前三期股价及本身前一期的影响，因此股价具有领先三期后货供动能性指标的特性。（三）回归方程式建立透过VAR分析，本研究选取工业生产指数年增率与营收年增率及货供动能指标作为台湾加权股价指数的解释变数，然而，考量工业生产指数与营收年增率同为景气类变数，相关系数高达0.7，因此将这两个变数分离考量。考量工业生产指数年增率与货供动能指标下的模型显示，股价与一期后的工业生产指数年增率具有正向关系，而与三期后的货供动能指标有负向关系，其经济意义所代表的是当预期下月景气持续好转且三期后的资金仍持续增加下，当月股价将具扬升动能，反之，当下月景气趋势向下且三期后的资金动能不足时，当月股价将提前反应投资环境的恶劣而下降。本研究也利用全体上市柜公司营收作为景气替代变数，透过表6也可得到：四个月后的营收年增率持续成长，再加上三个月后的市场资金动能充沛下，当月股价表现多为上涨，反之亦然。至於在模型的解释能力上，利用营收年增率与货供动能指标作为股价的解释变数的模型，模型解释能力上较佳。（四）样本外测试在模型1与模型2下，利用2003年1月至2004年2月的总体经济资料进行样本外的预测模型模拟，在预测模型的模拟过程中，本研究加入误差调整(Error Correction)，以使预测值能考量前期误差的修正值，并利用该时点之前的36个月平均指数月标准差，检测实际值是否在可接受范围内。四、结论与建议总体经济分析在加权指数评价上的重要性已逐渐提升，也一直是学术界与实务界所关心和探讨的问题，本研究针对1991年1月到2002年12月资料分析台湾加权股价指数与景气面(景气领先指标年增率、工业生产指数年增率、外销订单年增率及营收年增率)及资金面(M1b年增率、M2年增率与货供动能年增率)的关系。分析所得结论如下：(一) 加权股价指数、景气领先指标年增率、工业生产指数年增率、外销订单年增率、营收年增率及货供动能指标为时间数列资料，然经ADF单根检定显示，具有定态关系，可为回归分析之变数。(二) 透过VAR检定发现，本研究所选取的总经指标并无领先加权股价指数的特性，然而，股价却具有领先部分总体经济指标的特性：包括领先工业生产指数年增率一个月，领先营收年增率四个月，以及领先货供动能指标三个月的特性。(三) 透过多元回归分析，本研究发现股价与一期后的工业生产指数年增率与四期后营收年增率具有正向显著关系，可见股价具有领先反应景气的特性，而股价也与三期后货供动能指标具有显著的负向关系，可见股价扬升将带动投资人将资金转入股市，提供更充沛资金动能。(四) 透过多元回归模型，并考量误差修正，检测2003年1月到2004年2月的股价变化，模型预测准确度在首二个月内符合两个标准差之内的水准，因此预估指数水准在近两个月较具准确度，然利用该模型所得之股价预期值与实际预期值方向一致，因此可作为中长期股价趋势的参考。正如先前所提，股价行为反应资讯，然市场资讯非单一总经指标所能完全描绘而出，非经济因素也同样影响股票市场，尤其台湾本身属於浅碟市场，任何的风吹草动都可能影响股市，后续研究者在模型建构上，建议可加入更多层面因素，甚至於质性因素，也都是不错的选择。而实际投资上，本研究则建议除利用本研究所建构之模型进行趋势分析之外，另可利用其他类经济模型诸如承载力模型 或是相对价值模型等作为决策参考。 拿到两者的历史时间序列数据，然后做个相关性分析。 住房、教育、医疗压力太大，老百姓不敢轻易花扦钱。。 没钱啊,怎么储蓄啊,就这么简单 “企业家的创业与创新精神对中国经济增长的影响”，《经济研究》已接受待发表，2009年（与李杏、姚先国、张海峰、张俊森合作）。“中国城市居民的家庭收入、消费和储蓄行为：一个基于组群的实证研究”，《经济学（季刊）》，vol.8, No.4, 1197-1220，2009年10月（与周绍杰，张俊森合作）。“非正规金融与农户借贷行为”，《金融研究》，2009年第4期，PP63-79（与金烨合作）。“中国计划生育政策效果如何”（与张俊森、朱怿合作），《经济学报》，2008年5月，第三卷第一辑，83-112页。“相对绩效考核：中国地方官员晋升机制的一项经验研究”（与周黎安、陈晔合作），《经济学报》，2005年6月，第一卷第一辑，83-96页。“转型经济中的银行歧视:意识形态,信息还是激励”（与 Loren Brandt 合作），《世界经 济文汇》2005年第2期，1-24页。 没钱啊,怎么储蓄啊,就这么简单 我国居民消费水平的计量分析及对策建议内容摘要：通过对我国居民消费水平的历史及现状研究，建立了居民消费水平的经济模型，并研究了模型中主要变量对模型的影响程度，在此基础上提出了提高居民消费水平的对策建议。关键词：居民消费水平 影响因素 模型分析 对策建议一、引言消费水平是指一个国家一定时期内人们在消费过程中对物质和文化生活需要的满足程度。笔者以分析居民消费水平为目的，同时考虑了其他一些指标的分析需要，根据计量经济学模型的构思，在建模时作了如下处理：1、该模型为线性模型。2、主要采集的样本是1978年以后的，因为改革开放以后，我国的经济运行机制有了极大的改变，人民生活水平也有了极大的提高，故这一时期的样本更能反映这种变化。3、模型中将居民消费水平作为被解释变量，根据经验引入国内生产总值、城乡居民人均收入、人口自然增长率、居民消费价格指数，对模型进行回归分析，以求能使模型具有更高的可操作性。obs Y X1 X2 X3 X4 X51978 184.0000 3624.100 343.4000 133.6000 12.00000 100.70001979 207.0000 4038.200 405.0000 160.2000 13.34000 101.90001980 236.0000 4517.800 477.6000 191.3000 11.87000 107.50001981 262.0000 4862.400 500.4000 223.4000 14.55000 102.50001982 284.0000 5294.700 535.3000 270.1000 15.68000 102.00001983 311.0000 5934.500 564.6000 309.8000 13.29000 102.00001984 354.0000 7171.000 652.1000 355.3000 13.08000 102.70001985 437.0000 8964.400 739.1000 397.6000 14.26000 109.30001986 485.0000 10202.20 899.6000 423.8000 15.57000 106.50001987 550.0000 11962.50 1002.200 462.6000 16.61000 107.30001988 693.0000 14928.30 1181.400 545.0000 15.73000 118.80001989 762.0000 16909.20 1373.900 601.5000 15.04000 118.00001990 803.0000 18547.90 1510.200 686.3000 14.39000 103.10001991 896.0000 21617.80 1700.600 708.6000 12.98000 103.40001992 1070.000 26638.10 2026.600 784.0000 11.60000 106.40001993 1331.000 34634.40 2577.400 921.6000 11.45000 114.70001994 1746.000 46759.40 3496.200 1221.000 11.21000 124.10001995 2236.000 58478.10 4283.000 1577.700 10.55000 117.10001996 2641.000 67884.60 4838.900 1926.100 10.42000 108.30001997 2834.000 74462.60 5160.300 2090.100 10.06000 102.80001998 2972.000 78345.20 5425.100 2102.000 9.140000 99.200001999 3180.000 82067.50 5854.000 2210.300 8.180000 98.500002000 3415.000 89468.10 6280.000 2253.400 7.580000 100.10002001 3654.000 97314.80 6859.600 2366.400 6.950000 102.10002002 3910.000 105172.3 7702.800 2745.600 6.450000 99.70000注：以上数据来源于2003年《中国统计年鉴》二、影响居民消费水平的单因素分析1、国内生产总值对居民消费水平的影响为了研究居民消费水平和经济发展水平的关系，我们把国内生产总值作为经济发展水平的代表性指标。由经济理论分析可知，经济发展水平与居民消费水平有密切关系。因此，我们设定居民消费水平Y 与国内生产总值X 的关系为：假定模型中随机误差项 满足古典假定，运用OLS法估计模型参数，结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 14:50Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 93.22748 10.02780 9.296901 0.0000X1 0.036811 0.000203 181.1983 0.0000R-squared 0.999300 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.999270 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 34.31248 Akaike info criterion 9.985514Sum squared resid 27078.96 Schwarz criterion 10.08302Log likelihood -122.8189 F-statistic 32832.82Durbin-Watson stat 0.894184 Prob(F-statistic) 0.000000(9.2969) (181.1983)其中，可决系数 =0.9993。从回归结果可以看出，模型拟合度很好，可决系数很高，这也表明国内生产总值确实对居民消费水平有显著影响。其中，GDP每增长1亿元，居民消费水平平均增加0.04元。2、居民人均收入对居民消费水平的影响如果说国内生产总值是宏观影响因素，那么居民的人均收入就是微观影响因素。由于我国城乡差距比较显著，于是在这里分别考察了城镇居民和农村居民的可支配收入对消费水平的影响。设城镇居民人均可支配收入为 ，农村居民人均纯收入为 ，它们与居民消费水平的关系为：，运用OLS法估计结果如下：城镇居民可支配收入对居民消费水平的影响Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 14:51Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 9.629737 18.72683 0.514222 0.6120X2 0.530391 0.005288 100.2944 0.0000R-squared 0.997719 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.997620 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 61.94203 Akaike info criterion 11.16689Sum squared resid 88246.75 Schwarz criterion 11.26440Log likelihood -137.5862 F-statistic 10058.98Durbin-Watson stat 0.834725 Prob(F-statistic) 0.000000（0.5142） （100.2944） =0.9977农村居民纯收入对居民消费水平的影响Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 14:51Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -113.4612 28.65894 -3.959014 0.0006X3 1.491763 0.021689 68.78073 0.0000R-squared 0.995162 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.994951 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 90.20660 Akaike info criterion 11.91870Sum squared resid 187156.3 Schwarz criterion 12.01621Log likelihood -146.9838 F-statistic 4730.789Durbin-Watson stat 1.010615 Prob(F-statistic) 0.000000（-3.9590） （68.7807） R²=0.9952由数据分析的结论可知，农村居民人均纯收入对居民消费水平的影响大大超过了城镇居民人均可支配收入对居民消费水平的影响。造成这种情况，主要有以下几个原因：第一是我国是农民人口占绝大多数的国家，而居民消费水平是以人口数为权数对农村居民消费水平和城镇居民消费水平进行加权平均计算而得到的；第二是农村居民的消费动力远远大于城镇居民。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50—59%为温饱，40—50%为小康，30—40%为富裕，低于30%为最富裕。1978年，我国城乡居民的恩格尔系数分别为57.5%和67.7%，也就是说城镇居民只属于勉强温饱，农村居民则处于绝对贫困。然而到2001年，农村居民家庭的恩格尔系数降至47.8%，而城镇居民家庭的恩格尔系数则降至37.9%, 可见农村居民目前的消费需求大于城镇居民。3、人口自然增长率对居民消费水平的影响人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。由经验分析可知，在人口数量一定的情况下，经济发展水平越高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此，下面以人口自然增长率为解释变量，设为X4进行回归分析。设回归估计结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 14:52Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 6120.843 519.8942 11.77325 0.0000X4 -389.3241 41.89861 -9.292053 0.0000R-squared 0.789651 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.780506 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 594.7908 Akaike info criterion 15.69092Sum squared resid 8136851. Schwarz criterion 15.78843Log likelihood -194.1364 F-statistic 86.34224Durbin-Watson stat 0.548669 Prob(F-statistic) 0.000000(11.7733) (-9.2921)回归结果表明，人口每增长1%。，居民消费水平平均下降389.32元。其原因主要是我国人口基数大，即使增长率很低，也使得以人口平均来计算的居民消费水平有显著性变动。4、消费物价指数对居民消费水平的影响按经济理论分析，物价越高，越会抑制人们的消费，消费水平会越低。故在此引入消费物价指数进行回归分析。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 14:51Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 5071.259 3968.544 1.277864 0.2140X5 -34.35080 37.23965 -0.922425 0.3659R-squared 0.035675 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared -0.006253 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 1273.521 Akaike info criterion 17.21358Sum squared resid 37302690 Schwarz criterion 17.31109Log likelihood -213.1697 F-statistic 0.850869Durbin-Watson stat 0.052147 Prob(F-statistic) 0.365883从结果看出，可决系数很低，t统计检验不显著，尽管从经济背景分析来看，消费物价指数可能影响消费水平，但回归结果显示并非如此，这可能与统计数据误差以及估计方法有关系。三、影响居民消费水平的多因素分析在前面分析的基础上，将所有对居民消费水平影响显著的解释变量（消费物价指数除外）放进同一个模型，进行多元回归分析，结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 15:06Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -34.92876 68.33338 -0.511152 0.6148X2 -0.106034 0.067316 -1.575168 0.1309X3 0.209742 0.092590 2.265268 0.0348X4 7.788147 4.980314 1.563786 0.1336X1 0.039598 0.005350 7.401766 0.0000R-squared 0.999631 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.999557 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 26.73036 Akaike info criterion 9.586334Sum squared resid 14290.24 Schwarz criterion 9.830109Log likelihood -114.8292 F-statistic 13529.64Durbin-Watson stat 1.529774 Prob(F-statistic) 0.000000从回归结果看，尽管可决系数很高，F统计值很大，说明模型在整体上线性回归拟合较好，但常数项的回归系数不显著，城镇居民可支配收入与人口自然增长率的符号与经济意义相悖，表明模型中解释变量存在严重的多重共线性。下面看各变量之间的简单相关系数：X2 X3 X4 X1 YX2 1.000000 0.996093 -0.893822 0.999424 0.998859X3 0.996093 1.000000 -0.872752 0.996649 0.997578X4 -0.893822 -0.872752 1.000000 -0.895038 -0.888623X1 0.999424 0.996649 -0.895038 1.000000 0.999650Y 0.998859 0.997578 -0.888623 0.999650 1.000000由上表可以看出，解释变量之间确实存在高度线性相关，于是运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，并结合经济意义和统计检验选出拟合结果最好的一元线性回归方程，在此基础上将其余解释变量逐一代入并拟合，最终得到如下模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/05 Time: 15:19Sample: 1978 2002Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -34.31193 19.08905 -1.797467 0.0860X2 0.352578 0.047965 7.350744 0.0000X3 0.502716 0.135078 3.721667 0.0012R-squared 0.998600 Mean dependent var 1418.120Adjusted R-squared 0.998473 S.D. dependent var 1269.558S.E. of regression 49.61351 Akaike info criterion 10.75857Sum squared resid 54153.00 Schwarz criterion 10.90483Log likelihood -131.4821 F-statistic 7846.542Durbin-Watson stat 1.349085 Prob(F-statistic) 0.000000（-1.7975） （7.3507） （3.77217）从下图也可以看出，模型的拟合程度非常好，这也说明城乡居民人均收入对居民消费水平的直接影响最大。农村居民人均纯收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.50元；城镇居民人均可支配收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.35元。四、提高居民消费水平的对策建议根据以上分析，可以看出提高居民消费水平的根本途径是大力发展生产力。但在大力发展生产力，增加城乡居民可支配收入的同时，必须严格控制人口增长。为此，我们可以采取以下措施：（一）提高居民整体收入水平，特别是农村居民收入水平。中国是一个农业大国，农村居民收入水平低是居民消费水平难以提高的重要原因。切实提高农民收入，不仅是农民由温饱进入小康、改善农民生活质量的关键，也是刺激消费、促进经济健康快速协调发展的重要着力点。1、调整农业结构，提高农产品品质。调整和优化农业结构，大力发展高产、优质、高校农业，这是当前增加农村居民收入的关键措施。调整结构的重点是改善农产品品种，提高质量，增加效益。一是要抓住当前农产品供给充足的时机，加快调整粮食品种结构；二是大力发展畜牧业。畜牧业在农业生产中处于“前拉后带”的重要环节，搞好了可以促进种植业、带动加工业，实现农产品转化增值。三是发挥种植业传统优势，发展农林牧渔业和名、特、优、新产品，农产品也要提高品牌意识，靠品牌开拓市场。2、依靠科技进步，降低农业生产成本。在当前增收困难的情况下，降低生产成本，减少农民的支出也是增加农民收入的一条重要途径。目前，由于技术相对落后，我国农业资源的利用率远远低于发达国家水平，特别是农民在用水、用电、用地等很多方面，缺乏科学指导，浪费严重。据测算，从1988年到1996年，粮食增长了27.6%,收购价格指数增长了172.9%,但同期总成本却增长了274.3%。这也说明，降低成本，增加效益是推动农业节能增效，增加农民收入的重要措施。3、推动农业产业化经营，建立有利于农民增收的产业体系和利益机制。推进农业产业化，应突出抓好建设农产品基地，培育龙头企业，建立利益机制，完善社会化服务体系等几个关键环节。4、切实减轻农民负担。在逐步减少农业税以外的农村各项收费项目和数额的同时，把真正应由农民承担的合理性收费费用用立法的形式确定下来，是减轻农民负担的工作走上法制化、正规化的轨道。同时还要狠抓基层政府及干部的廉政建设，消除向农民乱摊派、乱收费的各种隐患，进一步加强农村精神文明建设，引导农民健康消费。（二）严格控制人口增长控制人口增长是人口问题的重点和难点。人口自然增长率越高，越是阻碍社会经济的发展和人类的进步。我们要继续实行计划生育政策，实现控制人口规模的既定目标。根据我国人口现状和经济发展水平，要把控制人口出生率、提高人口素质和解决人口老龄化等问题通盘考虑，制定一个合理增长、提高质量、优化年龄结构的综合人口方案。同时加强对目前人口状况和人口动态的研究分析，为人口控制、就业、迁移与城市化等正确决策提供依据。 随着中国经济的发展，收入差距越来越大，收入差距问题也越来越受到人们的重视。本文重要对中国的地区收入差距的现状进行介绍，然后对产生这种现状进行原因分析，以使人们能够更正确的理解和对待收入差距。关键词：地区差距 贫富差距 经济政策 中国改革开放的不断深化使人们的收入得到了非常大的提高。“三步走”的第二步——在20世纪末人们的生活达到小康水平，也已经在20世纪末顺利实现了。我们现在正朝着第三步迈进。可是就在我们为到下个世纪中叶，使人均国民生产总值达到中等发达国家水平奋斗时，中国的贫富差距也在不断扩大。在中国，造成贫富差距拉大的原因十分复杂，有市场经济发展的自然选择因素，有转型期的特定结构性、体制性因素，也有腐败、市场失序等非正常因素。要想正确的理解中国的收入差距，必须对中国收入差距类型及原因有着很好的理解。现在中国收入差距大体可以分解为城乡差距、地区差距、行业差距以及不正当收入差距。下面主要介绍中国的地区收入差距以及对出现此差距的原因进行分析。 一、地区差距现状城镇居民收入的地区差距进一步拉大。东部地区城镇居民收入水平及增速均明显高于中西部地区，收入差距逐年扩大。从1981年至1999年，按现价折算，东部地区城镇居民人均收入增长了15.01倍，中部地区增长了12.2倍，西部地区增长了9.5倍，以中部地区收入为1,东、中、西三大地带的收入比例从1981年的1.20:1:1.80改变为1.48:1:1.10，中西部与东部的收入绝对差额由79元，8元扩大到1999年的2299元和1844元，分别扩大了29倍和231倍。城填居民人均收入地区差距变化[1]针对这种地区间差距的扩大，有人将其概括为“一个中国，四个世界”，即把中国31个省、市、自治区(除台湾外)放到全球来认识，按实际购买力平价来计算美元值，可划分为四个世界:第一世界是上海、北京、深圳。1999年，上海和北京人均GDP分别为15516美元和9996美元，明显高于中等收入国家平均水平(为8320美元)，上海和北京两市人口占全国总人口的2.2%。第二世界是大中城市和沿海地区中上等收入地区，天津、广东、浙江、江苏、福建、辽宁等沿海省份人均GDP均高于世界下中等收入国家平均水平(为3960美元)，六省市人口占全国人口的21.8%。第三世界是下中等收入地区，包括沿海地区的河北、东北、华北中部部分地区，人均GDP均低于下中等收入国家平均水平，人口占总人口的26%。第四世界包括中西部贫困地区、少数民族地区、农村地区、边远地区、低收入地区。低于世界低收入国家平均水平(为1790美元)，人口约6.3亿，占全国总人口数的50%。二、地区差距原因1．历史因素在中国，不同地区在改革的初期所面临的初始条件是不同的，初始条件的差异也构成了不同地区在改革过程中的收获各不相同。首先，这些初始条长期累积起来的商品经济观念在东西部地区之间存在相当明显的差异。历史上，东部地区尤其是江浙一带居民的商品经济观念比较浓，对市场的理解和参与意识较深。相反，中西部地区的居民则相对比较保守，习惯于固守本土观念，缺乏冒险精神和创业意识，相应地，中西部地区人口的流动性相对较差。所以，当中国开始市场化改革的时候，东南沿海地区的居民由于积极地参与便首先分享了改革的“红利”，而中西部地区的居民则由于行动迟缓而丧失了先动优势，从而使东部与中西部地区之间居民收入差距越拉越大。其次，东西部地区的工业基础存在差异。虽然在六、七十年代中国政府出于军事战略的考虑，在工业布局和资源分配上向中西部地区倾斜，在中西部地区设立了一系列军事工业基地，这些工业基地增强了中西部地区的生产能力和工业基础，但并没有从实质上弥补东部与中西部地区工业化水平的差距。加上六、七十年代所建立的军工企业在改革开放以后。由于体制等方面的原因存在经营困难，不但没有提高中西部地区的工业生产水平，反而成为这些地区的沉重包袱。2．政策因素中国政府在开放次序方面的安排使得不同地区在改革中所能够获得的收益存在较大的差异。改革开放伊始，中国政府的经济政策便向东部沿海地区倾斜。五个经济特区、十四个沿海开放城市都是在东部，这些地方在财政政策上无论对外商还是当地企业都非常照顾，使得东部沿海地区在改革开放初期得以吸引大量的外国资本，当地经济得到巨大发展。虽然外商投资并不是经济发展的唯一因素，但它毕竟在经济发展的初期尤其是对于中国这样的转轨经济而言是推动经济发展的主要动力。1983--1996年，中国的外商投资有88.3%分布在东部沿海地区，仅有8.3%分布于中部地区，3.4%分布于西部地区。与外商直接投资的分布相适应，内地省份在经济发展速度上远远落后于沿海地区，更进一步的结果便是各地区居民收入水平的差距拉大。3．贸易因素贸易依存度与出口依存度是反映贸易规模的两个重要指标。从1993—2003年，东部地区的贸易依存度从0.64上升到0.77，出口依存度从0.29—0.40，中部地区贸易依存度从0.18下降到0.11，出口依存度从0.10下降到0.06，西部地区贸易依存度则从0.13到0.11，而出口依存度一直在0.06左右徘徊。[4]由此可以看出，中国的对外贸易多集中于东南沿海地区，而中西部地区则较少。1999年，东南沿海地区12个省市的进出口总额占全国的90.60%，其他地区只占不到10%。因此，东南沿海地区的居民享受对外贸易带来的利益比中西部地区的居民要多。同时，由于中国地区之间劳动力要素流动不畅，职业转换困难程度不同，劳动力的流动性在东部地区要强于西部地区。这在客观上造成了劳动者收入在地区之间的差别。4．教育因素随着教育的发展，它会拉大受过教育者与未受过教育者之间的差距，因为受过教育的人有更高的生产能力和更高的配置能力，它能占据收入更高的职业和岗位，从而获得较高的收入。中国不同地区之间教育水平的差距是相当明显的，东部沿海地区拥有较好的教育设施和较高的教育水平，居民受教育程度比较高，而中西部地区由于经济发展的滞后，导致教育投入不足，进而使居民的人均受教育水平远远低于东部地区。这种教育水平尤其是基础教育方面的差距构成了东西部地区间居民收入差距拉大的一个重要原因。5．自然条件及地理位置东中西部地区之间在自然条件及地理位置方面的差异也不利于中西部地区。从地理区位上讲，东南沿海地区拥有众多的港口码头、密集的公路和铁路网，并且与经济发达的香港、澳门、台湾、日本、韩国相比邻，具有其他地区无法比拟的地缘优势。同时，东部地区气候条件好，物产丰富，适宜生产及生活，这些都使得东部地区在经济发展中获得一种比较优势，从而能够先行一步。三、结束语上述是对中国现阶段存在地区收入差距现状以及原因分析。通过分析，我们可以看到现阶段出现收入差距是在我们经济发展过程中所必然要出现的，但有些差距是可以避免的。我们要理性看待贫富差距的两重性,客观分析引起贫富差距扩大的因素,区分正常因素与非正常因素。2005年中国两会的召开，代表们就收入差距提出了好多好的建议和意见，中国政府也高度重视这个问题。随着中国经济的发展、体制的健全，中国的各项制度的建立，中国实行“西部大开发战略以及农民负担的减轻，一定能够消除各种不正当收入，减少城乡差距、地区差距以及行业差距，使中国社会实现共同富裕。论文天下 求采纳 导论，一、收入差距的现状；二、收入差距的原因；三、收入差距解决的办法；四、总论。 1．制订扶贫性质的区域经济政策。其中主要包括，①支持落后地区的基础设施处理，②给予落后地区企业优惠性的税收政策，以吸引外资流入，③对在落后地区的投资实行优惠性的信贷政策，④提供科技资源。总的目标是促进落后地区的经济发展。通过经济发展带动生产率和劳动力需求的增长，以此促进居民收入水平的提高。2．实行城乡平衡发展战略，缩小城乡差距。①采取资源平衡发展的战略，以建立新型平等交换的工农业关系，②建立保证农民收入稳定增长的机制，保持城乡收入差距的合理界限。一方面加快劳动和其他生产要素市场化进程的改革，解除劳动力与生产要素自由流动的制度化障碍，另一方面改变当前收入分配有利于城市的不平等格局，逐步缩小工资收入以外的各项福利补贴在城乡之间的差距，为城乡居民提供追求自身发展的同等机会和条件。3.调整和完善收入分配制度，切实贯彻“效率优先，兼顾公平”的原则。根据按劳分配的原则，逐步建立起适合中国国情的收入分配机制，打破行业、部门、职业及所有制间界限，在收入的初次分配中，要以提高经济效率为主，实行工效挂钩；在收入的再分配过程中，加强政府的宏观调控职能，以求社会公平，以此激励劳动者通过提高文化素质及劳动技能致富。这样既能保持一定的收入分配差距，又能避免这一差距的不合理拉大。4．完善税收制度。完善税收制度，需要建立一套与市场经济相适应的个人税收系统，增加直接税税种，有效地调节个人收入分配具体而言，主要有以下几种税是可供政府选择的调节个人收入分配的税收手段：①对居民收个人所得税，直接使居民之间的收入差距得以缩小，而且能为政府采取其他调节政策(如对低收入居民的财政补贴。建立社会保障体系等)提供物质条件。②对居民财产征税。促进社会财富公平分配。在社会经济结构发生重大变化的今天，必须改革和规范我国财产税体系：在原有房产税、车辆使用税、契税的基础上，增加不动产税、土地税。房产税不宜与土地税合并征收，尽早开征遗产税和赠予税，两者一般同时开征，防止纳税人用生前大量转移财富的办法逃税。③征收商品税。这就提供了政府通过征收商品税而消减居民收入差距的可能性。5．建立社会保障体系。完善的社会保障制度既是解决失业、疾病、年老等因素所带来的贫富不均的有力措施，同时也可以尽快消除消费者在新旧制度交替时期的不安全感。一般而言，现代社会保障主要包括社会保险、社会救助和社会福利。社会保险是指政府充当组织者，以立法的方式强制实施，以居民作为保险对象，给予居民以基本生活保障的制度。社会保险基金一般仍由雇主或企业、个人缴付、政府提供补助。政府一般以征收社会保险税(费)的方式集中社会保险基金。社会保险税(费)遵循横向公平原则，而社会保险金的发放则以保险事件的发生为原则。社会救助是通过对完全无收入来源或收入不足以满足生存之需的居民提供援助而发挥作用的。居民在获得政府救助下，收入水平得以提高，有利于居民的生存保障。社会福利是指政府为保障居民的基本生活需要或提高居民的物质生活水平而向居民提供的福利性的经济支持的社会保障制度。以上三种措施都有利于充分运用政府的力量使社会收入分配向中低收入阶层倾斜和缩小各阶层的收入差距。6．改革工资制度。调节工资收入分配、缩小收入差距：(1)制定和实施反就业歧视和反工资歧视的法律，以形成劳动力市场上公平竞争，同工同酬和提高经济效率。(2)实施逆向的工资级差制度。即劳动贡献多的职工的报酬率(工资额/创造的价值额)低于劳动贡献少的职工的报酬率。这种逆向工资级差制度可以自动地发挥缩小居民收入差距的作用。(3)建立最低工资制度，即政府规定用人单位向招用职工支付的工资水平的最低界限制度。7．提供教育服务和教育改革。知识经济给产业结构带来翻天覆地变化的同时，也给劳动力结构及劳动性质带来深刻的变化。知识劳动在整个社会经济发展中起主导作用。知识资本化的结果使企业经济收入和从事知识创新者的收入倍增。不同性质劳动之间的收入差距空间拉大。为缩小差距，必然要求提高劳动者素质和知识运用及创新的能力。这也进一步要求政府发展教育事业，提供高质量的教育服务。 1.铸牢中华民族共同体意识的湖南实践研究 2.新中国成立 70 周年湖南民族工作经验研究 3.新中国成立 70 周年湖南宗教工作经验研究 4.全 面小康背景下湖南省“十四五”少数民族事业发展规划研究 5.湖南省民族团结进步创建工作研究 6.湖南少数民族特色村镇可持续发展研究 7.湖南地区宗教中国化的历史传统和现实案例研究 8.湖南贯彻落实《宗教事务条例》成效与问题研究 9.湖南省民族地方经济和社会事业发展差别化政策研究 10.武陵-南岭民族走廊民族信仰与文化交融研究 11.城市少数民族流动人口与社区民族工作创新研究 12.湖南民族地区村级教学点现状研究 13.高校少数民族学生民族团结教育研究 14.湖南少数民族传统体育研究 15.民族宗教网络舆情治理研究 16.湖南少数民族传统艺术应用研究 17.湖南民族地区生态文明建设研究 民族团结政治论文篇二 民族团结报道研究 摘要：新中国成立六十多年来，我国历届政府都极为重视民族团结问题，把民族团结与社会稳定紧密联系，视为全国工作的大局。各类新闻媒体大力宣传社会主义文明建设的同时，也大力讴歌维护各族共同利益的新人新风尚，揭露和批判破坏民族团结的各种民族渗透和分裂势力的丑恶行为，并造成强大的舆论氛围，推动和发展各民族的大团结。民族团结的报道受到了一贯重视，随着经济文化的发展，民族团结的内涵日益丰富。针对民族团结报道进行研究，从民族团结报道中主题与框架之间以及民族意识生成两个方面分别展开，充分体现出民族团结报道对于民族意识的促进作用。 关键词：民族团结报道;主题与框架;民族意识;研究 中图分类号：C957文献标识码：A文章编号：1006-026X(2013)12-0000-02 前言 我国对于民族团结意识的关注最早开始于20世纪末，之后民族团结理论一度成为了研究的 热点 问题而持续至今。关注的角度也随着时代变迁而不断发生改变。20世纪初期，中国社会动荡不安，梁启超在《中国历史上的民族问题之研究》中提出的“何为民族团结意识?谓对他而自觉为我”的观点，这成为了民族团结意识的定义式提问，对后续的研究开展有着重要意义。之后的新中国成立，中华民族实现了祖国的统一，民族团结意识的关注角度转变为了民族团结意识的内涵与实质。之后改革开放政策的实施，面对复杂的内在民族团结问题以及外界的复杂因素，民族团结问题的关注角度转变成为了民族关系以及民族问题实质方面。 龚永辉认为民族意识是一种由民族团结意识而转变的精神意识，他在《关于民族识别的阐释问题―与北京一些同行的对话》[1]阐述到民族意识是社会存在的缘由，民族意识与社会之间的辩证性关系说明了民族意识是一切团体存在的前提。同样的，廖杨与覃卫国[2]进行进一步深入，他们认为民族团结意识是由一个民族形成与不断发展过程中的群体之间的特殊社会关系所构建，这种社会关系不同于个体之间的社会关系，因为这种社会关系建立的前提在于民族团结意识的共通性。 目前，民族团结意识的相关研究成果仅仅只是集中于一些概念与理论体系方面，对于民族意识的个案研究方面开展很少。我国民族众多，社会环境、人口比重以及经济文化等发展不平衡，这些问题对于民族团结意识造成了很大影响。因此随着我国社会主义进程的不断加快，在民族团结方面也做出了更多努力。各类的新闻报刊对于民族团结方面的文化建设进行了大力的宣扬，旨在建立良好的社会舆论，促进社会主义的和谐稳定发展。传播媒介可以某种程度塑造社会认知，进而影响着社会的结构和形式。然而如何通过相关的民族团结报道了建立良好的社会导向，达到激励民族团结意识生成的目的。为此，本文针对民族团结报道进行了如下研究。 1.民族团结报道中主题与框架的转换 1.1 民族团结是社会主义的主题之一 民族团结是我国社会主义民族关系的特征之一[3]。民族团结的前提在于民族平等。有了民族之间的平等，才有民族内部的团结。其中民族团结报道只要有以下两个方面，分别为民族之间以及民族内部的团结。随着民族歧视的相关政策的废除，民族之间的平等原则得到了 实现。党和政府也使用了很多手段进行民族偏见以及不信任观念的消除工作导致了各族之间的团结意识基本形成。为了使得民族团结得到巩固，相关的民族领袖进行了民族团结的言辞。毛泽东反复强调：“比寻深刻批评我们党内在很多党员和干部存在着的眼中的大汉族主义思想，即地主阶级和资产阶级在民族关系上表现出来的反动思想。”“着重反对大汉族主义。地方民族主义也要反对，但是，那一般地不是重点。”“无论大汉族主义或者地方民族主义，都不利于各族人民的团结。”而“问题的关键是克服大汉族主义”。这些言论大大的促进了民族之间的团结生产。 民族团结问题是一个国家的大事，关系着当和国家的兴衰与存亡。毛泽东曾经说过：“国家的统一，人民的团结，国内各民族的团结，这是我们的事业必定要胜利的基本保证。”通过目前的民族团结形式看来，毛主席的话有着非常深刻的现实意义。 民族平等，团结，互助，和谐四个特征是相互联系的[4]。民族平等是社会主义民族关系的基石，民族团结是社会主义民族关系的主线，民族互助是社会主义民族关系的保障，民族和谐是社会主义民族关系的本质。实现各民族一律平等，就为民族团结互助创造了条件，民族团结互助是实现民族平等的必然产物，而民族和谐是民族平等，民族团结民族互助的结果。民族团结互助的发展，必然会进一步巩固民族平等，逐步消灭各民族间事实上的不平等，使各族人民和睦相处，和衷共济，和谐发展。 1.2 民族团结报道的主题与框架之间的转换 1.2.1 新闻框架理论 新闻框架理论[5-6]是新闻传播学者受到霍夫曼的社会框架理论启发，引入到新闻传播领域。框架理论的基本观点是：条和框是人们将社会真实转换成再现的标记，也就是人们对事件的主观解释和思考结构。作为社会真实再现主要 渠道 的媒体，通过报道新闻来建构一个主观环境，以达到其预先指向的目标。所以新闻框架就是新闻工作者使用语言或 其它 符号再现社会真实的过程。新闻框架是媒体对社会事件所建立的思想结构，即对事件定性。它具有“选择与凸显事物”的作用。一般而言，框架具有三层内在结构：高层对事件的主题(事件及事件所表达的意义)进行界定;中层对主要事件、先前事件、历史过程、结果影响进行归因、评估;低层运用语言和其他符号对事物 作文 本性的表达。 1.2.2 民族团结报道中框架理论的应用 高层：民族团结报道中民族团结的高度。 大力弘扬伟大的民族团结精神，营造良好的社会舆论氛围。通过相关的社会主义团结报道，使得社会公众与政府媒体之间形成一座思想的长城，促进社会主义核心价值观的伟大实践，同时大力谱写民族团结的赞歌，促进民族大爱在公众之间得到弘扬与发展，到达民族凝聚力生产的目的，展现中国特色社会主义民族团结的伟大力量。 中层：民族团结为中心思想，深度报道，整个多元信息。 对于民族团结的 相关报道 中，民族团结始终作为了相关报道的核心予以贯穿，通过合理有序的多元信息进行互动，既体现出民族团结意识的大众化需求，同时通过相关的信息传播方式，从不同方面对于民族团结问题进行深入分析与报道，使得信息的接收群体可以通过不同侧面与不同层次对于民族团结的相关报道有着更深入的认识与理解，促进社会主义的核心价值体系中民族团结意识的生成。与高层的民族报道形式不同的是，中层报道更注重的是对于多元化信息的框架建立，并进行了相关主题的转变。实现了单一的报道主题向报道框架的转变。 低层：从小见大，社会主义人文关怀形式报道民族团结 媒体为了获得相关公众的信任与认可，就需要站在相关公众的意识下进行民族团结的报道，这样才可以最好获得公众共鸣心理的产生，促进社会主义民族团结报道意识的生成。平常人与平常事才是社会公众最多接触的，日常生活中的民族团结与和睦便成为了民族团结报道的主要理念。任何简单的人和事上升到一种民族团结的角度与高度，对于相关报道主题以及得到了彻底的更换。诸如抢救异族病人、异族同事之间相互关心与相互帮助的小事，报道中可谓屡见不鲜，然而这种小事之中一旦有着民族团结问题的涉及，那么就可以被纳入民族团结的报道之中，变为了一种政治的框架形式。民族身份也显然会成为报刊媒体所报道的重点而被设置在标题之中进行强调，如此方式的民族团结报道方式逐渐的变成一种习惯性报道方式而随处可见。 2.民族团结报道中民族意识的剖析 民族团结作为一种民族关系的表现形式，其本质与一般的社会关系不同，民族之间的相互社会交往导致了民族意识的产生与发展。因此从某种社会关系上来讲，不同民族之间生活中相互帮助的琐事就成为了民族团结报道的主要形式。因此导致了很多的新闻报道的民族典型问题对于民族团结进行肆意的贩卖用以引导 主流的社会价值观，其实所报道的只是不同民族之间的一般社会关系。 民族团结的相关宣传模式中，异族人们受到了不同民族的救助之类的新闻较为常见。然而相关的事件是否真的能够体现出的是一种民族意识，没有人去考虑。相关的新闻工作者也表示，对于一些好人好事的行为动机绝不是因为对象的民族种族不同。由此可见，相关的简单的社会报道纳入“民族团结”的大帽子显然不合适。一些简单事情的发生原因在于自身处境下即刻意识，并非对于民族意识的深刻认识。 相关新闻对于简单社会关系的民族意识化解读与报道，是否真的有助于促进社会主义民族团结意识的生成。导致了新闻的相关报道方式逐渐发生着改变，同族之间的典型 事迹 由于没有“民族团结”意向的挖掘特点，贴不上“民族团结”的大标签，因此宣传的力度显得小很多。那么这种标签式的“民族团结”报道的效果如何呢。 民族团结的制度化报道方式，不仅会觉得社会上对于一些反常事件的好奇，慢慢的读者的注意力依然会从相关的民族团结之中回归到生活的实际之中，平常人与平常事才是日常生活的主题。这使得相关的民族团结报道仅仅只是一个 口号 ，正常的社会关系与社会交往都不是民族团结问题的实质。 相关的民族团结意识报道逐渐泛滥之后，不仅使得相关的公众有了阅读的疲劳感，同时也得到了相关新闻工作者的思考，逐渐的相关报道走回了正轨，然而一种高歌式的民族团结宣传又没有新意，使得相关新闻工作者对于这一报道问题更加头疼。 目前，社会主义民族团结报道形式似乎都已经超出了民族团结意识的初衷，而刻意去突出民族团结表现形式的新颖性与差异性，偏离了民族团结报道的原有理念。声泪俱下的民族团结意识报道中体现出的是一种对于民族团结问题认识的偏差。 3.结束语 民族团结的主题在于促进我国各族民族的团结相处，促进各族人民的相亲相爱以及社会主义的和谐发展。然而对于社会主义的民族团结的报道逐渐变得制度化，通过一些异族之间的简单的社会关系进行深入民族团结意识之中，这是对于社会主义民族团结概念的一种误解与认识偏差。民族意识的生成是民族之间社会关系的结果，而非个人关系所致。因此相关的民族团结 报告 因回归民族团结的主题，回归原有主线。 参考文献 [1]龚永辉：关于民族识别的阐释问题―与北京一些同行的对话，《广西民族学院学报(哲学社会科学版)》，1996年第2期 [2]廖杨、覃卫国：关于族群关系、民族关系与社会关系的关系，《黑龙江民族丛刊》，2006年第3期 [3]王万盈：论我国的民族意识研究，《西北师大学报》，1999年第4期 [4]白润生编著：《中国少数民族新闻传播史》，北京：民族出版社，2008年4月第一版 [5]艾则孜・阿布杜热依木 报纸要跟上传播时代发展的步伐――改革开放以来维文版“新疆日报”新闻报道发展状况分析，《新疆 财经 大学学报》 2009年02期 一、基本情况我县是全省民族宗教工作重点县。全县有31个少数民族，人口2.6万，占全县总人口2.7%。其中回族2.4万，占少数民族人口总数的92%。境内有一个回族乡，十一个回族村，一个回民居委会。现设有一所完全民族中学，七所民族小学。有基督教和伊斯兰教两大宗教，信教群众3.7万人，其中基督教信徒2.3万人，伊斯兰教信徒1.4万人，依法审批开放宗教活动场所113个。基中基督教堂102个，清真寺11个。有两大爱国宗教团体（基督教“三自”爱国运动委员会和定远县伊斯兰教协会）。二、主要做法多年来，县委、县政府始终坚持把民族工作放在突出位置，认真贯彻落实党的民族政策，以加快少数民族各项事业发展和增加少数民族农民收入为目标，采取多种有效措施，改善民族乡村生产生活条件。加强基础设施建设，大力发展民族教育，卫生事业，弘扬民族传统文化。呈现出民族事业更加发展，民族关系更加和睦，民族团结更加紧密的和谐局面。一是强化组织，加强领导。县委、县政府，切实把加快民族乡村发展放在重要位置，建立了党政领导亲自抓、分管领导具体抓、相关部门全力抓的工作格局。把民族工作列入年度岗位目标考评，定期召开民族工作专题会议，及时解决民族工作中存在的问题。加强民族乡村的基层组织建设，使之成为推动科学发展，带领群众致富的领导核心，确保完成赶超目标。二是培训教育，提高素质。采取新型农民培训，农民工技能培训，科技下乡等多种形式，有针对性的为民族乡村农民提供技能培训，发展专业经济合作组织，多渠道增加致富和就业机会。加强法律法规知识宣传教育，全面落实民族宗教政策，真正让民族聚居地区群众懂法、守法、用法。充分利用宗教活动场所宣传党的民族宗教政策，推进平安乡村建设。三是突出特色，发展经济。大力发展产业化经营，组织实施“一园一品”工程。在民族乡建设创业园，在民族村发展“一村一品”，形成乡有创业园，村有特色产品的经济发展新格局。增强民族乡村经济发展“造血”功能，重点发展二龙奶牛养殖，定城回民村大棚疏菜，藕塘回民村花生加工，桑涧天河回民村油桃和腐乳等特色产业。加大对民族乡村和民族企业的扶持力度，进一步落实税收、信贷等优惠政策。加大跑省、跑市力度，争取更多的扶持资金，增加民族乡、村投入，不断增强经济发展后劲。**年编制了民族乡村发展项目13个，争取资金257万元。四是推进社会事业建设，促进社会和谐发展。本着“优先安排，体现 1.铸牢中华民族共同体意识的湖南实践研究2.新中国成立 70周年湖南民族工作经验研究3.新中国成立70周年湖南宗教工作经验研究4.全面小康背景下湖南省“十四五”少数民族事业发展规划研究5.湖南省民族团结进步创建工作研究6.湖南少数民族特色村镇可持续发展研究7.湖南地区宗教中国化的历史传统和现实案例研究8.湖南贯彻落实《宗教事务条例》成效与问题研究9.湖南省民族地方经济和社会事业发展差别化政策研究10.武陵-南岭民族走廊民族信仰与文化交融研究11.城市少数民族流动人口与社区民族工作创新研究12.湖南民族地区村级教学点现状研究13.高校少数民族学生民族团结教育研究14.湖南少数民族传统体育研究15.民族宗教网络舆情治理研究16.湖南少数民族传统艺术应用研究17.湖南民族地区生态文明建设研究有关居民储蓄的研究论文
中国居民消费储蓄行为研究论文
我国居民收入差距问题研究论文
我国民族团结研究现状论文题目